郭 榕，王 昱，翟辛遙，邱涌欽

(大連理工大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 盤錦 124221)

0 引言

自2001年中國加入世界貿(mào)易組織以來，美國一直主張中國通過壓低人民幣幣值來擴(kuò)大出口，除在任總統(tǒng)特朗普，歷任美國總統(tǒng)也多次發(fā)聲要通過美國法律將中國列為匯率操縱國。但事實(shí)上，2018年美國財政部發(fā)布的《國際經(jīng)濟(jì)和匯率政策報告》表示，中國并沒有操縱匯率以獲得不公平貿(mào)易優(yōu)勢。并且為推動人民幣匯率市場化和人民幣國際化進(jìn)程，中國自改革開放以來，一直在穩(wěn)步推進(jìn)人民幣匯率制度改革。傳統(tǒng)理論分析認(rèn)為貨幣貶值有助于降低出口商品價格，提高進(jìn)口商品價格，擴(kuò)大國外市場對本國出口商品的需求和減少國內(nèi)市場對本國進(jìn)口商品的需求，從而縮小貿(mào)易逆差或者擴(kuò)大貿(mào)易順差。但從嚴(yán)謹(jǐn)角度來說，還需要考慮匯率變動帶來的短期時滯效應(yīng)和長期商品進(jìn)出口的價格和數(shù)量調(diào)整——馬歇爾-勒納條件(即M-L條件)。為直觀描述匯率和貿(mào)易差額的關(guān)系，在剔除2017年3月、2017年4月和2017年6月的極端值后繪制如下二者走勢圖，可以發(fā)現(xiàn)，二者變化趨勢大體一致，即人民幣總體變動趨勢和貿(mào)易盈余變化趨勢相符，M-L條件可能成立。

為促進(jìn)美國“再工業(yè)化”，降低中美貿(mào)易逆差，特朗普對華行使政策如下：(1)美國退出TPP，打亂貿(mào)易秩序，企圖重建美國原有貿(mào)易協(xié)定，比如北美自由貿(mào)易協(xié)定，達(dá)到特朗普的“美國優(yōu)先”理念。但受惠于此政策，中國可以避免由美國參與的TPP自由貿(mào)易區(qū)建立起的圈內(nèi)投資而被排除在外的不利影響[1]，進(jìn)而繼續(xù)利用外國對我國的直接投資，優(yōu)化升級國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而改善國內(nèi)廠商出口商品需求彈性和M-L值；(2)限制中國對美國企業(yè)兼并和收購。美國方面看到了中國在高科技行業(yè)追趕的信心甚至在部分領(lǐng)域超越美國的絕對優(yōu)勢，擔(dān)心其一直以來優(yōu)越的吸引外商投資的國際霸主地位，因此在貿(mào)易戰(zhàn)談判中如禁止向中興通訊銷售任何零售部件、商品、軟件和技術(shù)，甚至提出更嚴(yán)苛要求，即要求中國停止“中國制造2025”計劃，從而收緊中國通過對外直接投資獲取國外核心技術(shù)的途徑。進(jìn)而國內(nèi)技術(shù)引進(jìn)受阻，中國出口產(chǎn)品優(yōu)勢受到抑制，出口需求彈性和M-L值降低；(3)降低稅收來促進(jìn)企業(yè)回流，增加國內(nèi)就業(yè)崗位。根據(jù)2017年世界銀行發(fā)布的《全球商業(yè)環(huán)境報告》，中國企業(yè)直接和間接總稅率比美國高24%。美國政府減稅和美聯(lián)儲加息，將直接激發(fā)美國國內(nèi)私人消費(fèi)和投資活力、促使美元流入，帶動國內(nèi)總需求擴(kuò)張。若在美國進(jìn)口商品價格(中國出口商品價格)變化率粘性情況下，美國市場進(jìn)口商品需求變化率的提升可能會提高中國出口商品價格需求彈性和M-L值。

1 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于M-L條件的研究相對豐富，由于樣本跨度、研究方法、數(shù)據(jù)頻率等的不同，對于中國馬歇爾勒納條件的結(jié)果并沒有一個定論，根據(jù)對傳統(tǒng)的馬歇爾-勒納條件的研究結(jié)果的不同主要形成了三派觀點(diǎn)。

第一，認(rèn)為中國不滿足馬歇爾-勒納條件。從多邊角度研究，歷以寧運(yùn)用1970～1983年中國的進(jìn)出口數(shù)據(jù)，測出中國的進(jìn)出口價格彈性分別為-0.6871和-0.0506，兩者絕對值之和小于1，不滿足馬歇爾勒納條件[2]；從全球貿(mào)易的角度研究，殷德生運(yùn)用1990～2004年的數(shù)據(jù)和協(xié)整方程，估計了貿(mào)易收支方程、出口需求方程、進(jìn)口需求方程，得到貿(mào)易收支的匯率彈性與收入彈性、進(jìn)出口數(shù)量的匯率彈性和收入彈性，然而，匯率無論對貿(mào)易收支還是進(jìn)出口數(shù)量均不顯著，同樣得出了中國進(jìn)出口商品=價格彈性和小于1的結(jié)論[3]；從雙邊貿(mào)易角度研究，戴世宏使用1979～2004年度數(shù)據(jù)不完全替代模型進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)中日雙邊進(jìn)口價格彈性僅為0.3，出口價格彈性為0.63，實(shí)際匯率彈性遠(yuǎn)小于收入彈性。因此，人民幣升值有助于緩和中國對日本的入超狀況[4]。王靜嫻和楊敏通過凈出口需求彈性方程的協(xié)整檢驗(yàn)，得出貿(mào)易順差額對匯率的彈性為-0.35，即進(jìn)出口價格彈性之和小于零，馬歇爾勒納條件不成立，從而有力駁斥美國對中國匯率操縱的指控[5]。Costamagna通過1990～2010年巴西和阿根廷的貿(mào)易差額、匯率和消費(fèi)物價指數(shù)在VECM模型中進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)巴西和阿根廷的市場并不符合J型曲線，并且在貶值期間，兩國的國際收支都發(fā)生了嚴(yán)重惡化，卻在升值時有所緩解，因?yàn)檫@一期間兩國并不符合M-L條件[6]。孫剛和劉旸則運(yùn)用1998～2012年中國與澳大利亞、歐盟、美國等國家的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)和細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)，分別從世界、國別和行業(yè)層面對進(jìn)出口商品的價格彈性和收入彈性進(jìn)行測算，發(fā)現(xiàn)中國進(jìn)口價格彈性為-0.30，出口價格彈性為0.48，其和小于1，M-L條件不成立。另外，出口價格彈性始終大于進(jìn)口價格彈性，說明我國貿(mào)易順差是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果，反駁了他國以人民幣高匯率獲得貿(mào)易順差的謬論[7]。Fang Dong通過誤差修正模型和閾值檢驗(yàn)將非線性因素考慮進(jìn)來，并在此基礎(chǔ)上對1985～2016年G7成員與美國的名義進(jìn)出口、實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際匯率簡歷貿(mào)易平衡方程式，發(fā)現(xiàn)出口和進(jìn)口的價格彈性難以滿足兩種制度中任何一種的馬歇爾-勒納條件。這意味著實(shí)際匯率貶值不一定會改善美國與所有其他七國集團(tuán)成員國的雙邊貿(mào)易平衡[8]。

其次，一部分學(xué)者的研究證明中國的市場支持馬歇爾-勒納條件。戴祖祥(1997)運(yùn)用1981～1995年數(shù)據(jù)，測度得到期間的平均進(jìn)出口彈性之和為-1.3331，滿足馬歇爾勒納條件。此外，其從外匯供給和外匯需求的理論角度說明馬歇爾-勒納條件不僅是貶值下改善貿(mào)易收支的條件，同時也是固定匯率制度下外匯市場穩(wěn)定的條件，這也是政府在外匯調(diào)劑價格并軌后能順利實(shí)現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目開放的重要依據(jù)[9]。Boyd的實(shí)證顯示M-L條件并不成立，但現(xiàn)實(shí)中實(shí)際匯率貶值在經(jīng)歷J型曲線滯后后仍然能改善貿(mào)易收支。盡管結(jié)果存在異質(zhì)性，但總體而言，M-L條件在長期是滿足的[10]。王相寧通過對常用的OLS最小二乘法回歸進(jìn)行改進(jìn)，對1981～1995年的進(jìn)出口價格指數(shù)、國內(nèi)外消費(fèi)者物價指數(shù)、國民收入指數(shù)、進(jìn)出口需求量使用向量自回歸誤差修正模型進(jìn)行分析，計算進(jìn)出口彈性之和為-2.39，絕對值大于1，滿足馬歇爾勒納條件，因此貶值能夠改善貿(mào)易收支。但同時也指出，人民幣貶值的影響是多方面的，在采用匯率政策的同時要兼顧國際收支資本與金融賬戶、國內(nèi)資本市場以及金融體制改革[11]。盧向前和戴國強(qiáng)基于1994～2003年月度數(shù)據(jù)對進(jìn)出口總額與加權(quán)實(shí)際匯率做協(xié)整向量自回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人民幣貶值并不能立即改善貿(mào)易狀況，其影響存在滯后期限，即“J曲線效應(yīng)”。另外，實(shí)證得到的進(jìn)出口價格彈性大于以往的結(jié)果，分別為-1.9594和1.8810[12]。Abu-Lila在進(jìn)出口需求函數(shù)中使用了約旦1980～2012時期的時間序列數(shù)據(jù)，研究證明，約旦的進(jìn)出口價格彈性之和大于1，滿足馬歇爾-勒納條件。因此，進(jìn)出口彈性表明，為了增加出口收入和改善貿(mào)易收支，約旦政府可以適當(dāng)采用貶值政策[13]。Caporale, Gil-Alana, Mudida檢驗(yàn)了肯尼亞馬歇爾-勒納條件，運(yùn)用1996年第一季度至2011年第四季度實(shí)際利率、進(jìn)出口比率、以及收入比率對數(shù)數(shù)據(jù)和比基于整數(shù)微分標(biāo)準(zhǔn)方法更廣義的分?jǐn)?shù)積分和協(xié)整檢驗(yàn)表明，國際收支、實(shí)際匯率和相對收入間存在明顯的協(xié)整關(guān)系，盡管在長期收斂過程相對較慢，但馬歇爾-勒納條件依舊成立[14]。

第三，部分學(xué)者測算出馬歇爾勒納條件處于臨界值。陳彪如使用1980～1989年進(jìn)出口額和進(jìn)出口價格指數(shù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出進(jìn)出口彈性之和為-1.0248，處于馬歇爾-勒納條件臨界值，匯率變化對國際貿(mào)易的作用是中性的，但是國民收入的增長卻能改善貿(mào)易收支[15]。另外，還有些學(xué)者則注重M-L條件前提假設(shè)的檢驗(yàn)和命題本身的正確性。虞關(guān)濤回顧了M-L條件演化的進(jìn)程，包括羅賓遜條件和梅茨勒條件，總結(jié)了在貿(mào)易非平衡、供給彈性有限的假設(shè)放寬下貨幣貶值能改善國際收支和穩(wěn)定外匯市場的數(shù)學(xué)表達(dá)式[16]。鹿朋從產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易視角出發(fā)，將中美之間貿(mào)易商品分為59小組，利用wald檢驗(yàn)對Px/rPm=1進(jìn)行考察，結(jié)果顯示Px/rPm=1在農(nóng)產(chǎn)品部門成立，在制造業(yè)部門不成立，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)部門分工與貿(mào)易關(guān)聯(lián)較淺而制造業(yè)部門分工與貿(mào)易較重。因此，匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易沖擊較大而對制造業(yè)商品沖擊較小，匯率變動在M-L成立的條件下對國際收支的影響不可一概而論[17]。陸前進(jìn)和李治國通過對人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行分解，分析人民幣對美元匯率和美元有效匯率指數(shù)變動對M-L條件的影響。結(jié)果顯示，從短期看，無論是人民幣實(shí)際有效匯率還是美元實(shí)際有效匯率貶值的J曲線效應(yīng)均不顯著；從長期看，實(shí)際美元有效匯率貶值或人民幣實(shí)際有效匯率升值會惡化貿(mào)易收支。綜上，修正的M-L條件成立，貨幣貶值促進(jìn)國際收支順差的政策是有效的[18]。

基于以上文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，M-L條件的變化會受多因素影響。本文在考慮特朗普政策影響背景下，主要從以下三個因素進(jìn)行研究：首先，關(guān)于美國退出TPP的影響。之前學(xué)者對TPP和FDI的研究中，孫曉霓和劉晴通過拓展異質(zhì)性企業(yè)模型并結(jié)合現(xiàn)有貿(mào)易協(xié)定，發(fā)現(xiàn)TPP框架會通過貿(mào)易和外包轉(zhuǎn)移效應(yīng)對中國產(chǎn)生負(fù)面影響，抑制中國的直接投資水平，提高美國的外資流入[19]。欒申洲指出，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化呈現(xiàn)U型關(guān)系，中國正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的轉(zhuǎn)型期，通過選擇性引進(jìn)外資、收購兼并和技術(shù)溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI能改善一國的就業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[20]，從而傳導(dǎo)至匯率彈性的改善。許多學(xué)者則指出，較低的貿(mào)易層次將導(dǎo)致較低的出口彈性。中國近來出口彈性的提高歸功于我國出口商品中工業(yè)制成品比例的上升(盧向前；宋逢明；周杰琦)[12,21,22]。其次，特朗普推進(jìn)立法限制中國在美投資(OFDI)，以保護(hù)國家安全為名意在保護(hù)國內(nèi)高尖端領(lǐng)域技術(shù)。陳強(qiáng)和劉海峰等著重研究對外直接投資四大類中的戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型投資，以“科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)”和“信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)、和軟件業(yè)”作為切入對象，發(fā)現(xiàn)在2005至2011年間，這兩個行業(yè)的對外直接投資流量增速為151.82%和118.91%，遠(yuǎn)高于總體對外投資51.87%的平均增速。另外，國外安全審查、企業(yè)自身技術(shù)水平和學(xué)習(xí)能力、國內(nèi)審查程序、國內(nèi)金融服務(wù)效率等都與技術(shù)尋求型對外直接投資息息相關(guān)[23]。董繼華的研究同樣指出，高尖端技術(shù)產(chǎn)品和高檔奢侈品等高附加值產(chǎn)品的價格需求彈性通常較大，而由于我國處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的低端水平，所以在國際上的定價能力低，整體的出口價格彈性也低于進(jìn)口價格彈性[24]。因此，特朗普的限制型投資政策可能不利于我國馬歇爾-勒納條件的改善。最后，特朗普進(jìn)一步刺激國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的政策，顯然會帶動需求側(cè)的擴(kuò)張，增加進(jìn)口彈性，進(jìn)而改善馬歇爾-勒納條件。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)：(1)近年來關(guān)于M-L條件的影響研究相對較少，尤其缺乏考慮特朗普政策背景(退出TPP，限制OFDI，減稅刺激國內(nèi)經(jīng)濟(jì))的影響。鑒于此，本文結(jié)合特朗普政策的影響機(jī)理，并分別將其與三項(xiàng)可量化變量相聯(lián)系，運(yùn)用Bayesian-VAR模型分析其對M-L條件可能造成的沖擊。(2)考慮到中美間貿(mào)易非平衡特征及定義法核算的點(diǎn)彈性精度問題，進(jìn)一步基于改進(jìn)的推算法點(diǎn)彈性推導(dǎo)馬歇爾-勒納條件，更貼近中美雙邊貿(mào)易關(guān)系。

2 M-L條件測度的理論推導(dǎo)

在經(jīng)過馬歇爾、勒納、羅賓遜、梅茨勒等人對匯率和貿(mào)易收支關(guān)系的研究和完善，標(biāo)準(zhǔn)的M-L條件表述為，只有在出口需求價格彈性和進(jìn)口需求價格彈性之和大于1時，貨幣貶值才能改善一國貿(mào)易收支，即

ηx+ηm>1

(1)

其中，ηx表示出口商品的需求價格彈性，ηm表示進(jìn)口商品的需求價格彈性。于是，想求解M-L條件，關(guān)鍵在于出口需求價格彈性和進(jìn)口需求價格彈性的測算。目前對彈性的測算包括定義法的點(diǎn)彈性、貿(mào)易平衡方程的弧彈性、推算法的點(diǎn)彈性。定義法采用進(jìn)出口需求變化率對國內(nèi)價格和國外價格變化率的計算，從直觀意義上看似乎是測算M-L條件最嚴(yán)謹(jǐn)也是最合適的模型，但該方法的缺陷在于進(jìn)出口數(shù)量的基本單位不一致，因此在計算需求對價格的彈性存在一定偏差；貿(mào)易平衡方程利用計量模型對相對貿(mào)易盈余、相對國民收入和實(shí)際匯率進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，是國內(nèi)外公認(rèn)測算M-L條件較為準(zhǔn)確的方法，但其缺點(diǎn)也是致命的，該模型只能測算出一段時間內(nèi)的弧彈性，只具有長期歷史借鑒意義，對于短期并不適用；改進(jìn)的推算法內(nèi)容將在下文進(jìn)行詳細(xì)介紹，該方法通過推演，能間接計算出任何時期的進(jìn)出口價格彈性，符合本文對M-L條件值影響因子進(jìn)行實(shí)證分析的訴求。

2.1 基于定義法的點(diǎn)彈性

M-L條件核算的本質(zhì)為進(jìn)出口需求價格彈性的計算。因此，本文先從定義出發(fā)，研究中美進(jìn)出口貿(mào)易的需求價格彈性，簡單直觀、易于理解，且能剔除模型系統(tǒng)誤差和其他干擾，為下文作鋪墊和比較。根據(jù)進(jìn)出口需求價格彈性的定義：

(2)

ηm=(dQm/Qm)/(dPm/Pm)

(3)

這里需要強(qiáng)調(diào)兩點(diǎn)：第一，需求價格彈性中的價格是進(jìn)出口價格，而不是名義匯率，名義匯率是資本的價格而不是商品的價格，而且當(dāng)名義匯率的傳遞率不為1時，價格彈性和匯率彈性不能等同，因此本文使用了經(jīng)過價格調(diào)整的實(shí)際匯率來研究進(jìn)出口需求和匯率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)很多文獻(xiàn)在使用時并未進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分；第二，關(guān)于彈性的符號問題，也是個存在爭議卻又被人忽略的問題，根據(jù)本部分對匯率和貿(mào)易收支的嚴(yán)謹(jǐn)推導(dǎo)結(jié)果，本文并不對彈性取絕對值。

2.2 基于貿(mào)易平衡方程的弧彈性

中國對美國巨大的貿(mào)易逆差的重要原因是中美兩國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的互補(bǔ)性和美國國內(nèi)高消費(fèi)的能力，現(xiàn)有文獻(xiàn)對弧彈性的估計大多是依據(jù)Goldstein和Kahn[25]的不完全替代理論，研究方法有三種：第一，分別估計進(jìn)口需求價格、收入方程和出口需求價格、收入方程，從中得到進(jìn)口需求價格彈性和出口需求價格彈性；第二，分別估計進(jìn)出口貿(mào)易匯率、收入方程，通過判斷方程系數(shù)的符號來判斷M-L條件是否成立；第三，通過對貿(mào)易相對差額、國民收入和匯率進(jìn)行回歸分析，觀察貿(mào)易匯率彈性的符號來判斷M-L條件是否成立。囿于篇幅的限制和更直觀的數(shù)據(jù)，本文選用第三種方法建立貿(mào)易平衡方程來估算進(jìn)出口需求價格彈性：

lntb=α+λlnq+βlnyd+γlnyf

(4)

其中，tb是中國對美貿(mào)易相對額，即EX/IM；α為截距項(xiàng)，q表示中美雙邊實(shí)際匯率；Yd是母國國民收入，Yf是外國國民收入；以上變量經(jīng)過對數(shù)化處理后，λ、β、γ回歸系數(shù)就能表示彈性；λ為貿(mào)易匯率彈性，β為母國貿(mào)易收入彈性，γ為外國貿(mào)易收入彈性。根據(jù)Boyd的研究[10]，貿(mào)易匯率彈性λ即為進(jìn)出口需求價格彈性之和減1，即，λ=ηx+ηm-1。因此當(dāng)貿(mào)易匯率彈性大于零時，馬歇爾勒納條件成立，且貿(mào)易匯率彈性加1即為進(jìn)出口需求價格彈性之和。因此，對于M-L條件的研究就轉(zhuǎn)化為對以上方程回歸系數(shù)的研究：從進(jìn)出口貿(mào)易差額方程中實(shí)際匯率的系數(shù)觀察，不僅能直接得到進(jìn)出口需求價格彈性之和，并且還能定量研究匯率浮動對貿(mào)易差額的影響。

2.3 基于改進(jìn)的推算法點(diǎn)彈性

前文已經(jīng)給出了兩種計算M-L條件的方法，但其缺陷也是明顯的。綜合以上兩種方法的優(yōu)缺點(diǎn)，本文延著基本思路出發(fā)，重新考察M-L條件的局部均衡模型，并對模型作出如下假設(shè)：

(1)進(jìn)口和出口商品供給具有完全彈性；

(2)不考慮資本流動，即國際收支等于貿(mào)易收支；

(3)進(jìn)出口額是進(jìn)出口商品相對價格和數(shù)量的二元函數(shù)，其他影響進(jìn)出口總額的因素，如國民收入、其他商品價格、消費(fèi)者偏好等不變；

(4)出口需求僅是出口商品外幣價格的減函數(shù)，進(jìn)口需求僅是進(jìn)口商品本幣價格的減函數(shù)，因此，進(jìn)出口額實(shí)際上是進(jìn)出口商品相對價格的復(fù)合函數(shù)；

(5)母國進(jìn)出口貿(mào)易平衡，即不存在巨額貿(mào)易順差或貿(mào)易逆差；

(6)此外，還有幾個隱含條件，包括：一價定律成立、貿(mào)易品為產(chǎn)成品、匯率傳遞率為1等。

根據(jù)以上條件，便能得到公式(3.1)。鑒于目前中美兩國的制造能力和生產(chǎn)規(guī)模，假設(shè)1～4和假設(shè)6大體成立。但是，特朗普政策的焦點(diǎn)在于降低中國對美國的貿(mào)易順差且從賬面上看中美間貿(mào)易收支確實(shí)不平衡，因此，對于貶值前貿(mào)易平衡的假設(shè)，需要在本研究中作出調(diào)整。

(5)

(6)

(7)

(8)

B=EX-IM

(9)

假設(shè)直接標(biāo)價法下的匯率為e，于是：

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

(15)

以上表達(dá)式給出了所有下面將要用到的條件，我們現(xiàn)在正式開始推導(dǎo)。首先，為了滿足M-L條件，貿(mào)易狀況是為匯率的增函數(shù)，即當(dāng)貨幣貶值時，母國的貿(mào)易狀況會改善：

(16)

進(jìn)一步，對上式化簡展開：

(17)

(18)

由以上兩式，得到初步的M-L條件的表達(dá)式

(19)

由式(17)和式(18)，分別記λx與λm為出口額匯率彈性和進(jìn)口額匯率彈性，得出口需求價格彈性和進(jìn)口需求價格彈性的替代表達(dá)式：

(20)

(21)

同樣，記出口額對進(jìn)口額的比率為tb。至此，本文給出便于計算的嚴(yán)謹(jǐn)意義下的M-L條件：

tb×λx+λm<0

(22)

在滿足式(22)的情況下，母國貨幣貶值有利于改善貿(mào)易收支。為了便于說明，本文將該方法稱為改進(jìn)的“推算法”。

3 特朗普政策影響M-L條件的實(shí)證研究

3.1 變量選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)前文討論的貿(mào)易平衡方程并結(jié)合特朗普政策，下文將會分別用到外商直接投資、對外直接投資、中國國民收入、美國國民收入以及美國聯(lián)邦儲備基金利率數(shù)據(jù)，貨幣單位為億美元。為了解決變量間量綱不同等問題，使數(shù)據(jù)具有可比性，所有數(shù)據(jù)經(jīng)過了z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理。

由于對外直接投資(OFDI)數(shù)據(jù)的收集僅能追溯至2010年，因此，本文的計量樣本分為2005年7月至2017年12月的月度數(shù)據(jù)和2010年1月至2017年12月的月度數(shù)據(jù)兩個子樣本，分別記為樣本1和樣本2，樣本1樣本容量為150，樣本2樣本容量為96。為使進(jìn)出口彈性更具代表性，貿(mào)易平衡方程核算的弧彈性測度起點(diǎn)為2005年7月，是中國匯率制度改革時間點(diǎn)，即弧彈性的模型樣本為樣本1，而定義法和推算法的點(diǎn)彈性模型樣本為樣本2。樣本1和樣本2的不同僅在于時間跨度，以及在樣本2中增添了OFDI。所有數(shù)據(jù)均經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理。

中美雙邊進(jìn)出口數(shù)量和進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)，考慮到數(shù)據(jù)的季節(jié)性因素，采用X-13進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整結(jié)果均通過檢驗(yàn)；中國進(jìn)口價格指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)，經(jīng)過換算以2004年為基期；美國進(jìn)口價格指數(shù)來自美國國家統(tǒng)計局，經(jīng)過換算以2004年為基期。

名義匯率整理自中國人民銀行，采用官方公布的美元折合人民幣平均值；中國消費(fèi)者物價水平指數(shù)來自國家統(tǒng)計局，美國消費(fèi)者物價水平指數(shù)來自IMF。名義匯率經(jīng)過轉(zhuǎn)換得到實(shí)際匯率。

國民收入用GDP衡量。由于中國和美國只給出GDP的季度數(shù)據(jù)，結(jié)合以往學(xué)者的研究(霍鵬；辜嵐；盧向前和戴國強(qiáng))[12,27,28]，本文用如下方法估算中國GDP月度數(shù)據(jù)：首先，用2005年至2017年工業(yè)增加值同比增長率月度數(shù)據(jù)和2005年工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)填補(bǔ)樣本區(qū)間內(nèi)所有的工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)，然后計算出每個月工業(yè)增加值在該季度的權(quán)重，最后用工業(yè)增加值權(quán)重乘以對應(yīng)季度的GDP得到每個月的GDP。由于美國工業(yè)增加值只公布季度數(shù)據(jù)，美國每個月GDP用每個月“Real Retail and Food Services Sales”權(quán)重乘以季度數(shù)據(jù)換算得到，數(shù)據(jù)來源于美國經(jīng)濟(jì)分析局。中國和美國GDP季度數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計局。

外商直接投資數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局，并采用X-13季節(jié)調(diào)整。對外直接投資數(shù)據(jù)源于EPS數(shù)據(jù)庫，由于季節(jié)波動趨勢不明顯且未通過Q檢驗(yàn)，并沒有進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。美國近期的另一大舉動是美聯(lián)儲新一輪加息周期，因此本文在分析M-L條件的影響因素時將美聯(lián)儲聯(lián)邦利率也考慮進(jìn)來。

表1 變量的描述統(tǒng)計

3.2 模型選擇

(1)Bayesian-VAR模型設(shè)立

學(xué)術(shù)界基于多元時序分析中多使用VAR模型，推廣較多的有VEC、SVAR和MS-VAR，但本文考慮到變量的非線性關(guān)系，選擇了基于貝葉斯分析的Bayesian-VAR模型，能較好解決以上問題。B-VAR根據(jù)超級變量選取方法的不同分為litterman實(shí)際經(jīng)驗(yàn)方法和貝葉斯方法，但是運(yùn)用目前的計量軟件實(shí)現(xiàn)貝葉斯方法是比較困難的，故本文使用的是目前更廣泛使用的明尼蘇達(dá)先驗(yàn)分布和litterman方法。

(2)模型檢驗(yàn)

一般情況下，時間序列數(shù)據(jù)由于周期性、趨勢性、季節(jié)性等因素干擾，往往具有不平穩(wěn)的特征。盡管本文已經(jīng)對部分變量做了季節(jié)調(diào)整、對數(shù)化處理或標(biāo)準(zhǔn)化處理以過濾部分因素，但仍不排除有非平穩(wěn)數(shù)據(jù)的可能。因此本文分別采用ADF檢驗(yàn)、P-P檢驗(yàn)和KPSS檢驗(yàn)，對原序列、一階差分序列和二階差分序列的常數(shù)、趨勢項(xiàng)分別檢驗(yàn)，并認(rèn)為一個變量在通過了至少兩種方法的檢驗(yàn)時才是平穩(wěn)的。

根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，外商直接投資、國外收入和貿(mào)易差額率是平穩(wěn)變量，另外，所有一階差分變量均是平穩(wěn)的，因此本文認(rèn)為數(shù)據(jù)在5%顯著性水平下一階單整I(1)。

3.3 關(guān)于M-L條件的測度

本部分針對貿(mào)易平衡方程和推算法分別給出計算弧彈性和點(diǎn)彈性的辦法，而定義法點(diǎn)彈性數(shù)據(jù)將直接在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用。

(1)基于貿(mào)易平衡方程弧彈性的測度

在使用向量自回歸模型前需確定模型的滯后期，根據(jù)AIC、SC和LR原則和檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期定為3。Johnansen協(xié)整跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果均表明，出口進(jìn)口比值、實(shí)際匯率和相對收入之間至少存在1個協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程表達(dá)式和向量表達(dá)式如下：

ε=lntb-1.030208lnq+

0.200694lnyd-0.419822lnyf

(23)

β=(-1.030208,0.200694,-0.419822)

(24)

根據(jù)上式可以得到如下三點(diǎn)結(jié)論：①貿(mào)易匯率彈性為1.030208大于零，表明進(jìn)出口需求價格彈性之和ηx+ηm-1>0，傳統(tǒng)的M-L條件成立，匯率政策對于貿(mào)易收支依舊有效。②若特朗普抨擊中國操縱人民幣匯率，并使市場對人民幣減少信心致使人民幣貶值，在其他條件不變的情況下，若人民幣每貶值1%，中國對美貿(mào)易順差理論上單方面可能增加103%。可見匯率政策對于進(jìn)出口貿(mào)易的影響仍然是巨大的，可作為中美貿(mào)易戰(zhàn)中短期被動型解決工具之一。②貿(mào)易國內(nèi)收入彈性為-0.200694，表明中國國民收入每增加1%，貿(mào)易差額就將減少20%；貿(mào)易外國收入彈性為0.419822，表明特朗普通過減稅等一系列政策繼續(xù)刺激美國經(jīng)濟(jì)向好發(fā)展，亦有利于中國擴(kuò)大對外貿(mào)易。③美國的貿(mào)易收入彈性大于中國的貿(mào)易收入彈性，說明美國增長的國民經(jīng)濟(jì)比中國更多的用在國際貿(mào)易品上，這也符合美國高消費(fèi)低儲蓄的市場結(jié)構(gòu)。

(2)基于改進(jìn)的推算法點(diǎn)彈性測度

前文已經(jīng)推算出在貿(mào)易非平衡條件下的M-L條件值，即:

tb×λx+λm<0

(25)

根據(jù)等式，只要出口匯率彈性乘以進(jìn)出口比值與進(jìn)口匯率彈性之和小于零，一國貨幣貶值才能改善貿(mào)易收支。參照收集的2005年7月至2017年12月的月度數(shù)據(jù)，經(jīng)過計算，剔除兩個異常值后給出如下實(shí)證結(jié)果(見圖1):

圖1 改進(jìn)的推算法下M-L條件值

由圖1可以發(fā)現(xiàn)，在2005年7月、2015年9月，推算法下的M-L條件值處于較大偏離，遠(yuǎn)大于臨界值，分別為851.06和477.35。原因?yàn)椋?005年7月是人民幣實(shí)現(xiàn)市場化改革、雙向浮動的起點(diǎn)，因此，匯率的浮動可能還受到一定程度的管制，導(dǎo)致市場高估了進(jìn)出口需求價格彈性。而事實(shí)也表明，2005年7月匯率浮動僅0.03%，僅是9月匯率浮動率1.11%的2.82%。2015年得益于習(xí)主席訪美和國際油價下跌，中國首次超過加拿大成為美國最大貿(mào)易伙伴，根據(jù)彈性定義式(3.2)和(3.3)，中美雙邊貿(mào)易需求迅速提高，導(dǎo)致進(jìn)出口需求價格彈性偏高。

3.4 M-L條件協(xié)整檢驗(yàn)

時間序列通常會受到其滯后一期數(shù)據(jù)的影響，因此，在使用BVAR對M-L條件值的影響因素進(jìn)行分析前，需要先就模型的滯后期作出選擇。通過計算AIC、SC、LR等準(zhǔn)則下的統(tǒng)計值，SC標(biāo)準(zhǔn)下滯后期為1，AIC標(biāo)準(zhǔn)下滯后期為2，最終取兩者最小得到最優(yōu)滯后期為2。

接下來，開始探究M-L條件值的長期均衡關(guān)系。序列間的最大特征值和跡的約翰森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下，變量間至少存在3個協(xié)整關(guān)系。

在確認(rèn)變量間存在協(xié)整關(guān)系后，其協(xié)整方程和協(xié)整向量表達(dá)式如下:

μ=ml-2.099814fdi+2.530823i-2.180735ofdi-1.435407Yd+3.274497Yf

(26)

(0.73739) (0.65840) (0.49532) (2.04328) (2.42677)

β=(1,-2.099814,2.530823,-2.180735,-1.435407,3.274497)

(27)

但在顯著性檢驗(yàn)中，協(xié)整方程只有fdi、i和ofdi通過。因此，特朗普政策下，中美雙邊貿(mào)易M-L條件值、外商直接投資、美國聯(lián)邦儲備基金利率和對外直接投資的協(xié)整關(guān)系的分析和解釋如下：①fdi對M-L條件值有正向偏離誤差的糾正作用。特朗普退出TPP政策會導(dǎo)致外商原有因知識產(chǎn)權(quán)、原產(chǎn)地原則等方面對中國的投資壁壘降低，進(jìn)而促進(jìn)國外企業(yè)對中國的外商直接投資，獲得技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而改善國內(nèi)產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提升出口商品價格彈性，M-L值增大；②i對M-L條件值有負(fù)向偏離誤差的糾正作用。美國目前經(jīng)歷了罕見的8年經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，為了達(dá)到預(yù)期的通貨膨脹目標(biāo)并配合減稅的擴(kuò)張政策，加息仍是美聯(lián)儲未來一年內(nèi)的主要動向。通過提高聯(lián)邦儲備基金利率，從而表明包括貸款利率在內(nèi)的各項(xiàng)利率指標(biāo)的提升。因此，在流動性緊縮的背景下，美國出口企業(yè)成本提高，融資靈活性降低，中國進(jìn)口美國商品的需求價格彈性降低，M-L值降低；③ofdi對M-L條件值有負(fù)向偏離誤差的糾正作用。特朗普加強(qiáng)對中國對美國金融和科技行業(yè)投資的監(jiān)管，這意味著中國企業(yè)通過例如兼并和收購等手段獲得高水平科學(xué)技術(shù)、先進(jìn)的管理方式、優(yōu)秀的人力資本渠道的喪失，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)減弱，同樣會阻礙中國在一些關(guān)鍵領(lǐng)域突破的步伐，降低出口產(chǎn)品貿(mào)易層次，進(jìn)而使出口需求價格彈性降低，M-L條件值減小。

綜上所述，在長期中，美國退出TPP能增大中國對美貿(mào)易M-L值，新啟的加息周期和加強(qiáng)的投資監(jiān)管政策會使中國對美貿(mào)易M-L值減少。

3.5 M-L條件值脈沖響應(yīng)分析

本文在BVAR中，探究24個月內(nèi)M-L值對各變量的非累積脈沖響應(yīng)影響結(jié)果(如圖3～圖7所示)。短期均衡結(jié)果顯示，外商直接投資、對外直接投資、外國收入對M-L值均有正向沖擊，其他指標(biāo)對M-L值的沖擊并不收斂。

圖2表明，當(dāng)M-L值受到外商直接投資(退出TPP)增加導(dǎo)致的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，會產(chǎn)生正向的短期偏離。在之后的第2個月，M-L值達(dá)到最大偏離3.7192%，并預(yù)計在一年后恢復(fù)均衡。這與前面協(xié)整分析結(jié)果一致。

圖3表明，當(dāng)M-L值受到來自對美投資減少(限制OFDI)導(dǎo)致的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，會產(chǎn)生負(fù)向偏離。在之后的第2個月，M-L值達(dá)到最大偏離0.8474%，并預(yù)計在一年后恢復(fù)均衡。但同時發(fā)現(xiàn)，M-L值受到OFDI的沖擊遠(yuǎn)小于FDI的沖擊，這和中國對外直接投資較外商直接投資審核更嚴(yán)、流量相比較小的現(xiàn)實(shí)相符，也與前面協(xié)整分析結(jié)果一致。

圖2 fdi脈沖相應(yīng)圖

圖3 ofdi脈沖相應(yīng)圖

圖4 Yf脈沖相應(yīng)圖

圖5 i脈沖相應(yīng)圖

圖6 Yd脈沖相應(yīng)圖

圖4表明，當(dāng)M-L值受到美國總需求引起美國國民收入增加(國內(nèi)刺激政策)導(dǎo)致的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，會產(chǎn)生正向的短期偏離。在之后的第2個月，M-L值達(dá)到最大偏離4.1763%，并預(yù)計在20個月后恢復(fù)均衡。在短期內(nèi)，特朗普降低企業(yè)賦稅吸引美企回流和外國企業(yè)入駐，以提供更多的就業(yè)崗位，促進(jìn)美國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提升國民收入，進(jìn)一步會刺激國內(nèi)消費(fèi)需求和總需求擴(kuò)張。而出口商品由于國內(nèi)價格在短時間內(nèi)調(diào)整速度較慢，因此美國進(jìn)口需求的提升導(dǎo)致中國出口商品需求價格彈性提高，M-L條件值增大。

圖5和圖6表明，美聯(lián)儲加息和國內(nèi)收入的提升對M-L值的作用并不明顯，前者與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果相異，后者與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一致。原因有兩點(diǎn)：第一，調(diào)整利率的貨幣政策作用于宏觀經(jīng)濟(jì)存在時滯性，所以對于M-L值的沖擊在短期內(nèi)不像長期那樣效果顯著；第二，中國是高儲蓄國家，因此相較于美國，中國增長的收入可能更多的用于儲蓄而使得中國國民收入的增加不如美國國民收入的增加對進(jìn)口和M-L值的影響那樣有效。

3.6 M-L條件值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證前文實(shí)證分析的有效性，接下來本文用定義法測度的點(diǎn)彈性再次實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果見圖7。除Yf收斂性改變以外，外商直接投資(FDI)和對外直接投資(OFDI)仍然對M-L值呈現(xiàn)正向沖擊，且外商直接投資沖擊造成M-L值的偏離與在推算法中得到的結(jié)果相近，說明FDI政策和OFDI政策對于M-L值的沖擊影響是穩(wěn)健的。特朗普政策整體上對M-L條件值在短期具有正向改進(jìn)影響。

圖7 FDI、OFDI和Yf的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4 結(jié)論與啟示

本文從特朗普政策機(jī)理上分析了其對馬歇爾-勒納條件可能的影響，改進(jìn)了對于M-L條件的測度方法，并發(fā)現(xiàn)2005年7月以來中國馬歇爾-勒納條件成立。進(jìn)一步通過Bayesian-VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了特朗普政策對馬歇爾-勒納條件的沖擊，主要得到如下結(jié)論：第一，特朗普退出TPP以及減稅政策對馬歇爾勒納條件條件有正向偏離誤差的糾正作用，有助于提高M(jìn)-L條件值；特朗普加強(qiáng)對美投資監(jiān)管對馬歇爾-勒納條件值有正向偏離誤差的糾正作用，不利于改善M-L條件值。第二，特朗普政策對我國馬歇爾-勒納條件短期具有改善作用，在此條件下人民幣匯率短期漸進(jìn)式被動貶值有利于促進(jìn)經(jīng)常賬戶順差，長期內(nèi)不具有可持續(xù)性。

本文的研究結(jié)果表明，中美貿(mào)易匯率彈性為1.030208，馬歇爾-勒納條件成立，用匯率政策來實(shí)現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目平衡仍然是可行有效的。金融危機(jī)，尤其是2010年以來，中國貿(mào)易盈余占GDP的比重逐年下降，由2005年7月的的23%，到2010年3月首次降低到1位數(shù)2.3%，2011年2月出現(xiàn)貿(mào)易赤字至2017年經(jīng)常項(xiàng)目余額保持在0左右。但倘若因特朗普發(fā)起的貿(mào)易調(diào)查導(dǎo)致中國貿(mào)易出現(xiàn)大額赤字，則央行可短期借助人民幣貶值的匯率政策，增加對外出口減少進(jìn)口，但長期不具有可持續(xù)性。另外，要想使匯率政策繼續(xù)有效，需要改善進(jìn)出口需求價格彈性。特朗普政策通過FDI和OFDI主要波及中國高科技行業(yè)，這會對中國目前的出口需求價格彈性造成一定沖擊；而其提振美國經(jīng)濟(jì)的舉措從增加中國進(jìn)口或出口需求價格彈性角度看，都是利好的。當(dāng)前中國的進(jìn)口商品主要是資源型商品，出口商品主要是制造業(yè)產(chǎn)品，出口價格彈性遠(yuǎn)大于進(jìn)口價格彈性。因此，繼續(xù)深化國內(nèi)供給側(cè)改革與擴(kuò)大對外開放并不矛盾，反而相輔相成，有助于防范貿(mào)易摩擦，也是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、可持續(xù)健康發(fā)展和國際收支平衡的必由之路[30]。